自致努力、政府扶持與水電工程移民生計資本累積

滕祥河，楊先明，文傳浩

（云南大學經濟學院，云南昆明 650091）

水電工程移民是由于水電工程修建而產生的被動搬遷人口。作為非自愿移民的主要構成部分，水電工程移民不僅規模龐大，而且具有被動性、賠償性、計劃性、整體性等典型特征[1]，導致移民工作相對復雜，移民可持續生計也因此缺乏有效保障[2]。如果水電工程建設對社會發展是必要的，那么一個公正的社會就需要對安置移民的可持續生計做出相應安排[3]。實際上，根據可持續生計分析框架的體系設計，生計資本處于核心地位，生計資本的水平和結構決定著生計策略選擇和生計結果取向，在生計資本的水平和結構達到某一臨界值時生計策略選擇和生計結果取向往往會發生結構變化。一些研究也指出，移民生計資本的一系列變化實際上意味著家庭抵御生計風險能力和自我發展能力的變化[4-5]，生計資本及其配置情況還直接制約著移民的生計活動和生計策略，并對移民的可持續生計產生影響[6]。在此背景下，深入分析移民搬遷對移民生計資本的影響并科學揭示影響移民生計資本的主要因素，對實現移民可持續生計具有重要的理論價值和實踐意義。

從既有關于移民生計資本的研究來看，學者主要關注了以下幾方面內容。首先，基于搬遷事件結果導向分析移民搬遷前后生計資本的變化。一些學者認為盡管移民搬遷過程中損失的部分資產得到補償，但總體上移民生計資本比搬遷前減少了[7]。另有研究發現，雖然自然資本、金融資本、社會資本和人力資本都受到了搬遷的負面影響，但移民物質資本有了很大提高[8]，而且通過移民搬遷安置方式的選擇可以避免移民搬遷對社會資本的劇烈沖擊[9]。此外，移民重建生產生活資料是一個長期過程，短期內移民的適應能力以及社會經濟環境波動變化較大，搬遷事件對移民生產生活狀況也需要一定時期才會逐漸呈現，這些都會直接影響既有評估結果。如Wilmsen發現，隨著時間延長，移民生計前后發生了相當大的變化[10]。因而，這方面相關研究的結論尚需進一步證實，而且在未來的研究中，比較分析移民與非移民生計以及對比分析不同安置區移民生計差別也是非常有必要的[11]。其次，基于生計資本結果導向探討移民生計資本對生計策略和生計結果的影響。研究發現移民生計資本的變化，不僅改變了移民生產生活習慣，影響了移民生計策略的調整優化[12]，還影響了移民收入[13]、移民創業[14]以及移民貧困[15]等多個方面。這些研究發現印證了移民生計資本的重要價值和地位，也進一步吸引了更多學者關注影響移民生計資本變化的一些重要因素。其中基于移民貧困風險與重建模型①該模型旨在分析移民搬遷安置產生的風險以及化解風險的有效方法和總體戰略，尤其是系統揭示了失去土地、失業、失去家園、邊緣化、食物得不到保障、發病率和死亡率增加、失去享有公共資源權益和社會組織結構解體等八大風險。分析生計風險對移民生計資本的影響是學者關注較多的一個重點。研究的基本發現是，生計風險可以改變移民家庭的生計資本稟賦，是移民家庭實現生計資本可持續累積的一個主要障礙[16-17]。部分學者還關注了政府提供的正式社會支持對移民生計資本的影響，認為政府提供的正式社會支持整體上確實緩解了移民貧困狀況，尤其是移民后期扶持政策有力地改善了移民的生計資本存量[18-19]；但也有學者指出在移民家庭人力資本和可持續發展能力損失較為嚴重的地區，扶持政策會使移民產生政策依賴和發展惰性[20]，使得移民發展能力與機會都受到明顯限制，進而導致移民所擁有的生計資本與生計空間小于其他類型的移民[21-22]。為此，有學者認為要及時有效地對移民個體進行危機干預[23]，樹立移民脫貧致富的主體意識，增強移民個體內生發展動力[24]；不過，這一方面的研究多以定性研究為主，尤其缺少將移民個體層面的內生發展與政府扶持的外部發展機制置于同一個分析框架中的量化分析。

基于此，本研究使用2019年三峽庫區移民生計專題調查數據②三峽移民工程前后歷時20多年，自1985年開始進行試點，1993年正式實施大規模搬遷安置，2009年提前1年完成了初步設計規定的全部搬遷安置任務。從這個層面來講，對三峽庫區移民生計的考查在很大程度上可以避免短時間內移民生計的波動，是一個較好的樣本選擇。，分析移民搬遷對移民生計資本的影響，并探討自致努力與政府扶持對移民生計資本的影響效應。

一、理論分析

1.移民搬遷與移民生計資本變化

在移民搬遷外力沖擊下原有的經濟社會系統結構會出現調整變化，無論是積極作用還是消極作用，都會不同程度地引起資源的流動和重新配置組合[25]。長期成長于安土重遷環境中的移民對外部環境的變化具有高度敏感性，因而在面對未預期到的搬遷這一外力沖擊時具有先天的脆弱性，移民的實物和非實物等資產在搬遷過程中不可避免地遭到損失和剝奪；部分移民戶在物質資產和人力資本等方面甚至會陷入貧困，直接制約著生計恢復和可持續發展[26]。然而，移民搬遷在破壞原有的生活生產體系、產生新發展困境時，也會引起社會資源和利益再分配，帶來新的發展機遇[7]。如，遭受資產損失的移民在處于安置地陌生環境中時，會形成互幫互慰、共渡難關的集體組織氛圍，而且對移民開展的援助也會給移民帶來基礎設施、技術工藝、市場理念和發展精神等一攬子新發展要素，這對移民生計資本累積均可產生直接或間接的有利影響。因而，移民生計資本的變化結果取決于上述兩種作用力實際幅度的對比關系。

2.自致努力、政府扶持與移民生計資本

在移民生計恢復和發展過程中，自致努力與政府扶持在提升移民生計資本方面并非是截然分開的。其中，政府扶持是移民生計資本累積的外在作用力，而移民個體自身付出的努力是內在發展動力。從政府扶持的外部“輸血”功能來看，政府扶持對移民生計資本可能會產生兩種迥然相異的影響。一方面，政府扶持能夠通過轉移支付、制定最低生活保障標準以及發放生產生活補助款等手段彌補移民搬遷過程中所帶來的收入下降和生產生活資料的損失，還可以通過改善地區發展環境破除制約移民生計發展的外部約束。另一方面，政府扶持也可能會對移民救助資源產生擠出效應，在移民個性化需求日益分化的現實背景下，移民往往難以充分獲得契合自身實際需求的幫扶，有時不合理的幫扶甚至會阻礙移民發展，尤其在移民對扶持政策產生依賴背景下，移民參加勞動改善自身經濟狀況的積極性會降低[27]。在這種情況下，僅依靠賠償本身并不能徹底恢復和改善移民的生計[28]。相反，此時更需要引導移民自力更生，建立移民內部“造血”動力機制。移民自致努力作為一種態度和自我效能感，不僅能夠激發移民積極進取的精神和奮斗的意識，幫助移民為實現既定目標而付出實際行動，還能夠改善發展機會不平等程度，彌補個體發展中外部環境的不足，這顯然有利于移民改變自身在生計資本累積中的弱勢地位。

3.自致努力、政府扶持與移民內部生計資本差距

移民自致努力與政府扶持在改變整個移民群體生計資本時，對處于不同生計資本分布上的移民個體影響可能并不相同，導致移民群體間出現生計資本的內部分化。一般而言，相比生計資本較低的移民，生計資本較高的移民在生產生活要素累積方面通常要處于優勢地位，具有較高自我發展生產的能力和生產效率，其努力付出的回報收益往往要高于生計資本較低的移民。而且，如果對生計資本較高的移民利用自身優勢侵蝕公共利益的行為缺少必要的約束，該類移民的行為選擇也會越來越偏離移民整體利益，使得移民內部大部分資源被他們把控，導致大多數生計資本較低的移民被邊緣化，移民內部生計資本分化加劇。此外，如果政府提供扶持補償不足，對那些資產擁有量少的移民會產生更多的不利影響，進而擴大了與資產擁有量較多的移民群體的發展差距[29]。相反，如果生計資本較低的移民所付出的努力大幅提高，加之政府扶持救助能夠被有側重地精準供給，則處于生計資本較低的移民將獲得更大的正向激勵，其生計資本累積能力也會顯著增強，這將有助于縮小移民內部群體間生計資本的差距，從而降低生計資本累積的不平等程度。

二、實證研究設計

1.數據來源與數據處理

本研究數據來自2019年1月12-25日長江上游流域復合生態系統管理創新團隊開展的2019年三峽庫區移民生計專題調查①本次調研的主要移民對象為三峽庫區水電工程移民，聚焦于由于三峽水電工程建設導致的被迫搬遷群體，不包含其他類型移民。。為保障調研區域的代表性，在對重慶市內移民調研的基礎上，團隊基于科學性和多樣性原則，采用隨機抽樣方法在重慶市外安置的11個省（市）中抽取了江蘇省和江西省作為外遷安置移民調研樣本。同時，考慮到地區自然環境和調研可行性因素，再次抽取了4個市（區），包括重慶市萬州區和江津區、江西省宜春市和江蘇省鹽城市。在上述樣本市（區）中各抽取5～10個有代表性的鄉鎮，再對各鄉鎮所管轄的安置地進行調查。團隊共發放問卷1207份，回收有效問卷1168份。剔除存在異常值和缺失值的樣本問卷后，最終得到本研究的有效樣本容量811個。其中，移民樣本446個，包括199個就近安置移民樣本和247個外遷安置移民樣本②本研究中的就近安置移民是指重慶市內安置移民，外遷安置移民是指重慶市外安置移民。；原居民樣本365個，包括184個就近安置地原居民樣本和181個外遷安置地原居民樣本。

2.生計資本評價指標及指標權重評價方法

關于生計資本的量化，英國國際發展部（DFID）提出的可持續生計分析框架中有關生計資本的指標選取和測度被學術界廣泛應用。為全面、科學地反映移民生計資本狀況，以DFID可持續生計分析框架為基礎，結合移民生產生活的客觀發展現實，從自然資本、物質資本、金融資本、社會資本和人力資本五個維度構建移民生計資本評價指標體系。其中，自然資本是指用來維持生計的土地、水和動植物等資源要素，本文在參考黎潔等[30]研究基礎上選取耕地、林地面積及土地質量等作為衡量指標。物質資本強調的是維持生產所需要的基礎設施以及維持生活所需要的必需品，使用房屋、通訊設備和交通工具作為衡量指標。金融資本指的是人們所擁有的金融資產，是用來實現其生計計劃及目標的資金[31]；參考蘇芳等[32]的研究思路，從家庭的年收入以及通過不同的方式獲得籌款狀況進行測度。人力資本主要包括知識儲備、技能水平以及健康狀況等，具體選取家庭成員受教育程度、培訓以及身體狀況作為測量指標。社會資本是是指人們所能夠利用的社會資源，包含社會關系網（家族親戚關系網、鄉鄰關系網）與社會組織等，選取家庭常走動的親友規模、與本地人交往以及對周邊人信任狀況作為測量指標。具體指標如表1所示。

表1 維度、指標及閾值設定

關于生計資本指標權重的設置主要形成了主觀賦權和客觀賦權兩種思路。主觀賦權方法在體現決策者意圖方面具有優勢，但權重的客觀性相對較差。相比主觀賦權，以熵值法為代表的客觀賦權方法避免了由于主觀因素所帶來的干擾，雖不能體現相關決策者對不同指標的重視程度，但能夠客觀反映指標在評價體系中的權重，且被大多數學者認可和使用。參考王萍等[33]的研究，具體采用熵權法計算各類生計資本的權重比例。為保障結果的穩健性，在下文也使用其他賦值方法進行穩健性測試。另外，由于各測量指標數據的類型、量綱和數量級存在差異，因而需要進行標準化處理①標準化公式為X'ij=，i為受訪者個體，j代表指標。。

3.影響生計資本變量設置與模型設置

（1）核心解釋變量。本文的核心解釋變量為自致努力和政府扶持。首先，在Roemer構建環境與努力二元分析框架后[34]，對自致努力的研究得到進一步發展，逐步將自致努力定義為個體可以自主控制從而應為之負責的“責任型變量”，并將工作時間和教育程度等作為自致努力變量。考慮到教育程度作為努力程度代理變量與生計資本之間存在較強的相關性和信息重合，以及調研數據缺少對工作時間的統計，使用問卷中處于不利環境中拼搏進取的意愿和努力程度作為自致努力的代理變量。從內涵上來看，本文所使用的自致努力代理變量體現了“自己可以改變”的要素，即個體往往根據自身所處的環境特征決定努力付出的水平；從技術層面上來看，使用這一自致努力的代理變量也有利于克服過去受教育水平以及工作時間受限于特定群體的局限，能夠適用于群體類型更加廣泛、多樣的復雜情況，更切合研究群體的現實情況。如，教育程度的高低有時不并能準確刻畫個體努力付出程度，教育程度較低的個體也可能為改變自身不利處境而付出很多努力。

其次，政府扶持主要是指來自政府層面的各種正式社會支持。基于樣本數據的可得性以及考慮到三峽庫區移民屬性特征和安置地區環境，測度政府扶持的指標主要來自生產條件、基本公共服務以及制度條件三個層面，具體測度題項包括安置地交通、醫療、社會治安、生態環境、銀行信貸服務以及財政支持環境狀況，對這些題項度量方式均采用李克特五點量表法。為避免人為因素帶來的偏差，也采用熵值法對上述指標進行客觀賦權并擬合。

（2）控制變量。為進一步分析影響生計資本的其他因素，參考吳樂等[35]的研究思路，并結合調研中的現實觀察盡可能控制了來自個體層面、家庭層面以及地區層面等多方面的影響因素。相關變量的定義、賦值以及樣本描述性統計具體見表2。

表2 樣本描述性統計

（3）計量分析模型。首先，使用均值t檢驗和傾向匹配得分法（PSM）比較移民與原居民生計資本的差異。其中，均值t檢驗是通過t檢驗來判斷移民組樣本與原居民樣本的均值在統計上是否存在明顯區別。相較于一般的描述性統計，均值t檢驗能提供移民與原居民在生計資本上的差異信息，進而通過這一差異初步判斷生計資本的差異是否源于移民搬遷事件。不過，考慮到移民與原居民的生計資本差異可能屬于在搬遷之前就存在的事前差異，移民與原居民在初始條件上并不相同，因而運用PSM進一步分離出移民搬遷對移民生計資本影響的凈效應。搬遷移民構成“處理組”，進一步通過匹配估計量的方式，在未參與搬遷的原居民中為搬遷移民尋找到擁有相似可觀測變量的個體進入“控制組”。為保障樣本匹配的科學性，具體使用戶主年齡、性別、民族、自致努力程度、家庭成員務工比、家庭撫養負擔以及政府扶持水平、生計風險環境和地區經濟發展水平等協變量進行匹配，使用Logit模型計算傾向得分值。基于反事實框架，結果變量lci（生計資本）的平均差異則取決于是否為搬遷移民，可具體表示為：

式（1）中，虛擬變量D i為處理變量，表示個體i是否為搬遷移民，取值為0時表示未參與搬遷的原居民，取值為1時代表是搬遷移民；搬遷移民生計資本的平均處理效應為ATT=E(lc1i-lc0i|D i=1)，ε為隨機誤差項。

其次，自致努力、政府扶持對生計資本影響的整體效應以OLS回歸模型為主，具體模型如下：

式（2）中，lci代表生計資本被解釋變量，effi和gov i分別代表自致努力與政府扶持核心解釋變量，X j代表一系列控制變量。j=1，2，3，···，表示控制變量個數。β1、β2和βj為待估系數，分別表示自致努力、政府扶持以及其他控制變量對生計資本的影響程度。

再次，為檢驗自致努力、政府扶持對移民生計資本影響的群體分層差異，采用分位數回歸法進行分析。這是由于OLS本質上是考察解釋變量對被解釋變量條件期望的影響，因而上述OLS估計結果僅能夠反映自致努力與政府扶持對移民生計資本水平的平均影響，很難準確地刻畫條件分布的全貌，且容易受到極端值的影響。而分位數回歸能夠揭示研究對象在不同分位數水平上的變化趨勢，其結果有助于更深入地理解自致努力與政府扶持影響移民生計資本的群體異質性。如果自致努力與政府扶持對于低生計資本的移民邊際貢獻大于中高等生計資本的移民邊際貢獻，說明自致努力與政府扶持具有縮小移民內部生計資本差距的作用，反之則擴大生計資本差距。據此在式（2）基礎上，構建以下分位數估計模型：

式（3）中，lci，q、effi，q和govi，q分別代表i研究對象在q分位數上的生計資本、自致努力和政府扶持，βq表示q分位數上變量的影響系數。

（4）基于似無相關模型的組間系數差異檢驗。根據連玉君等[36]的研究，僅通過比較組間系數的大小判斷組間系數差異過于武斷，會與實際情況存在偏差；組間系數是否存在顯著差異常常需要檢驗組間系數差異的顯著性，涉及的方法主要包括交叉項檢驗、基于似無相關模型的檢驗和費舍爾組合檢驗。其中，引入交叉項的檢驗方法假設條件較為苛刻，即只允許某個或某幾個關鍵考察變量的系數存在差異，其他變量的系數不存在組別差異；費舍爾組合檢驗方法假設條件相對寬松，但實現過程比較復雜；相比之下，基于似無相關模型的檢驗執行起來更為方便，假設條件也比較寬松，允許所有變量的系數隨組別而發生變化。基于此，本文使用似無相關模型進行組間系數差異性檢驗。

三、移民生計資本的測算與比較

表3報告了移民生計資本的測算結果。首先，從總體水平看，移民與就近安置地原居民、外遷安置地原居民相比，移民生計資本總量整體上均更低，而且移民與外遷安置地原居民的生計資本總量差距大于移民與就近安置地原居民生計資本總量差距。這在一定程度上表明移民搬遷對生計資本具有負向作用，移民搬遷整體上降低了移民生計資本總量。其次，從不同生計資本類型來看，移民搬遷也改變了移民生計資本結構，就近安置地原居民在物質資本上顯著弱于移民，在社會資本上顯著優于移民，而且安置地原居民與移民在社會資本上的差距也大于在物質資本上的差距，這表明移民搬遷對移民社會資本的損耗相對更突出①下文的傾向匹配得分法也表明，在不同生計資本類型比較中，移民與原居民之間在社會資本上的差距最為明顯，限于篇幅，本部分表格在此省略。。再次，從安置方式來看，就近安置移民的生計資本均值要比就近安置地原居民的均值更低，但從樣本均值t檢驗的結果來看，這種差異性并未通過顯著性檢驗，表明就近安置移民與就近安置地原居民在生計資本均值上差異并不明顯，短距離就近安置對移民生計資本的影響相對較小。此外，與外遷安置地原居民相比，外遷安置移民的生計資本均值要顯著更低；而且，外遷安置移民的自然資本、物質資本、金融資本、人力資本以及社會資本均值均要顯著低于外遷安置地原居民，其中在社會資本上的差距也最大。

進一步地，本文計算了生計資本的變異系數②即標準差除以均值。，進而可以通過該指標的離散程度反映生計資本的不平等性，具體結果見表3中最后一列。其中，移民生計資本變異系數為1.704，就近安置地原居民生計資本變異系數為1.582，表明搬遷移民間的不平等程度更高。此外，外遷安置移民與就近安置移民均比就近安置地原居民生計資本不平等程度更高，且外遷安置移民生計資本不平等程度也高于就近安置移民。由此可以初步判斷：相比就近安置地原居民，移民搬遷加劇了移民群體生計資本不平等程度。

表3 移民與原居民生計資本測算比較

表4為基于PSM測算的移民搬遷對生計資本影響的凈效應。為保障匹配質量與估計結果的可靠性，本研究首先對樣本的共同支撐域與平衡性進行分析①考慮到篇幅有限，本部分表格在此省略；如有需要，請與作者聯系（763694332@qq.com）。。從共同支撐域來看，處理組和對照組樣本的傾向得分區間在相當大范圍內是高度重疊的。因而，可以認為樣本損失導致的偏差較小，滿足重疊假定。從平衡性檢驗結果來看，在不同的匹配方式下，匹配后偽R2、卡方均顯著下降；B值均小于25，R也在0.25到2之間。由此可見，樣本匹配較好。在此基礎上，本研究同時使用K近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配三種匹配方法進行測算。從匹配結果來看，K近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配的ATT值均為負數且均通過相應的顯著性水平檢驗，表明消除了樣本間可觀測的系統性差異后，移民搬遷使得移民生計資本水平顯著下降了。

表4 匹配平衡性假定檢驗結果

四、自致努力、政府扶持對移民生計資本的影響效應

1.自致努力、政府扶持對移民生計資本影響的總體效應

表5為自致努力、政府扶持對移民生計資本影響的總體效應。表中所展示的結果是OLS估計結果，考慮到橫截面數據所存在異方差的問題，在具體估計中使用了異方差穩健標準誤。在沒有控制其他變量時，自致努力和政府扶持變量在1%的統計水平上顯著，且系數符號為正。在加入了戶主個體特征、家庭特征以及地區特征變量后，自致努力和政府扶持變量系數依然顯著為正，可見該回歸結果具有較強的穩健性，即自致努力和政府扶持的增加有利于生計資本的正向累積。因此，從政策實施的角度而言，當政府想要促進移民生計資本提升時，就必須意識到個體自身努力程度和政府扶持兩種手段的協同優化作用。

表5 自致努力與政府扶持對生計資本影響的總體效應

進一步地，從自致努力和政府扶持的組間系數差異來看，自致努力和政府扶持對生計資本的影響在不同群體中存在顯著差異。具體來看，盡管自致努力和政府扶持對移民生計資本的影響系數值均要小于原居民和就近安置地原居民，但從組間系數差異的顯著性檢驗來看，自致努力與政府扶持在兩群體間系數差異的顯著性不同。在未加其他控制變量前，自致努力與政府扶持的生計資本回報率差異在移民與原居民組的P值分別為0.106和0.252，組間系數差異均未通過顯著性檢驗。剔除外遷安置地原居民樣本后，自致努力的生計資本回報率差異在移民與就近安置地原居民組間的P值為0.273，未通過顯著性檢驗；相反，政府扶持的生計資本回報率差異在移民與就近安置地原居民組間的P值為0.054，在10%的顯著水平上顯著，結果表明自致努力對生計資本的提升效應在移民與就近安置地原居民之間沒有明顯的差異，而政府扶持對生計資本的提升效應在兩者間存在顯著差異。進一步加入控制變量后，這一研究發現依然成立，即相比移民，政府扶持更顯著有利于增加就近安置地原居民生計資本，而自致努力的生計資本回報率在就近安置地原居民與移民中不存在顯著差異。導致這一現象的可能原因是：移民與就近安置地原居民原本屬于同一地域群體，具有塑造努力付出程度的相同地理和歷史情境；加之移民搬遷后，相關部門采取了消除身份歧視、地域歧視、性別歧視等方面各種制度性障礙，加快消除移民勞動市場上的教育培訓不平等和就業不平等，這種良好的制度環境為提高移民自身自致努力發揮了積極作用，確保了移民享有公平的發展機會和付出回報率，因而移民與就近安置地原居民通過努力付出獲得的生計資本收益相差不大。此外，政府提供的大多數扶持不具有競爭性，因而不同群體享有平等利用機會的同時也降低了基于不同群體實際需要進行有效供給的精準性，加之移民在政府扶持過程中會產生對扶持政策的過度依賴，進一步弱化了政府扶持對生計資本的正向累積效應；而就近安置地原居民則利用移民遷入時給當地帶來的扶持政策紅利契機，進一步累積了原有生計資本。

2.不同安置方式下自致努力和政府扶持對生計資本影響的異質性

本文使用OLS回歸估計檢驗外遷安置、就近安置對移民生計資本影響的異質性，具體回歸結果見表6。首先，表中估計結果表明，自致努力和政府扶持對就近安置移民和外遷安置移民的生計資本均能產生正向的累積作用。其次，從自致努力的組間系數差異的顯著性檢驗來看，自致努力在外遷安置移民和就近安置地原居民組間系數差異檢驗的P值為0.148，在就近安置移民和就近安置地原居民組間系數差異檢驗的P值為0.990，且組間系數差異均未通過顯著性檢驗，表明自致努力對外遷安置移民和就近安置地原居民的生計資本沒有顯著差異性影響，且對就近安置移民和就近安置地原居民的生計資本也沒有顯著差異性影響。再次，從政府扶持的組間系數差異的顯著性檢驗來看，政府扶持在外遷安置移民與就近安置地原居民組間系數差異通過5%的顯著性水平檢驗，在就近安置移民與就近安置地原居民組間系數差異通過10%的顯著性水平檢驗，表明政府扶持對生計資本的正向累積作用會因不同的安置方式與就近安置地原居民形成顯著差異，且外遷安置移民和就近安置移民從政府扶持中獲取生計資本收益率都要顯著低于就近安置地原居民。總體而言，該部分的研究發現與上文總體效應研究發現一致，說明政府扶持和自致努力在總體上帶來的移民與就近安置地原居民生計資本的組間差異不會受到安置方式的影響而改變。此外，從外遷安置地原居民與外遷安置移民的組間系數差異可以看出，自致努力和政府扶持對生計資本的影響在外遷安置地原居民和外遷安置移民組別中并沒有顯著的組間差異，說明外遷安置移民從努力付出與政府扶持中獲得的生計資本收益率與外遷安置地原居民差距不明顯。

表6 基于安置方式的異質性估計結果

注：第1列組間系數差異檢驗結果是外遷安置地原居民與外遷安置移民組間差異檢驗；第2列組間差異系數檢驗結果是外遷安置地原居民與就近安置原居民組間差異檢驗；第4列組間差異系數檢驗結果是就近安置地原居民與就近安置移民組間差異檢驗。

3.自致努力、政府扶持對移民內部群體間生計資本的影響

表7為自致努力、政府扶持對移民內部群體間生計資本影響的分層差異。從結果可以看出，在不同分位數上，自致努力、政府扶持對移民生計資本整體上產生顯著正向影響，這一估計結果也與上述研究發現一致。進一步從分層差異來看，這種影響存在顯著的異質性特征，隨著分位點的不斷上升，自致努力、政府扶持的系數趨向變大。這意味著自致努力、政府扶持在生計資本回報率上顯示出明顯的“嫌貧愛富”特征，自致努力、政府扶持對生計資本存量較高的移民提升效應更大，對生計資本存量較低的移民影響相對較小。該結果對于移民后續扶持工作的改進極為重要，這一發現提示政策制定者和實施者：不加區分移民群體異質性的幫扶反而可能會加劇移民內部群體間生計資本的不平等。在擁有生計資本較低的移民與生計資本較高的移民難以形成有效協作的情況下，努力付出與政府扶持對生計資本較高者的提升更大，對生計資本較低者的正向溢出效應就會十分有限，從而使得移民內部生計資本累積及其不平等差距擴大。

表7 自致努力、政府扶持對移民生計資本內部差距影響的分位數估計結果 N=446

需要指出的是，擁有生計資本較高的移民在地方經濟社會發展中也扮演了兩種不同的角色。一方面，他們出于利己主義思維，利用自身能力優勢和制度缺陷為自己謀利，將有限的資源進行截留，進而會導致其他移民群體利益受損。此時，移民生計資本的累積以及移民生計資本的內部差距縮小就需要依賴于移民主體素質、地方主體合作協調機制以及利益分配機制等多個方面的協同合作，尤其需要通過政策的改進，防止部分移民享有獨占資源的特權，進而充分保障個體努力付出回報的公平性與扶持資源投入的精準性。另一方面，自致努力與政府扶持效應被生計資本較高的移民獲得可能不利于其他移民生計資本的提升，前提是在生計資本較高的移民與生計資本較低的移民間建立公平合作機制，充分發揮生計資本較高的移民在帶動當地生計資本較低的移民生產發展中所產生的正向溢出效應。

4.穩健性檢驗

為進一步保障上述結果的穩健性，借鑒李丹等[9]的研究思路，使用指標等權重方法重新計算生計資本評價指標的權重以及政府扶持評價指標的權重，然后進行穩健性估計。在此基礎上，使用變異系數法以及利用熵權法和變異系數法組合賦權方式再次進行估計，具體結果如表8所示。結果整體上表明上述自致努力和政府扶持對移民生計資本帶來的總體效應和分層效應結果是可靠的。

表8 基于等權重賦值方法穩健性估計結果

五、結論與啟示

對于在國家發展過程中產生的水電工程移民這類特殊的非自愿搬遷群體而言，通過內部發展機制與外部發展機制幫助移民恢復斷裂的生產生活資料進而增加移民生計資本是一個可持續的選擇。基于此，本文將移民自致努力與政府扶持機制置于同一個分析框架，從自致努力和政府扶持對移民生計資本影響的總體效應和分層效應兩個方面進行了系統分析，并借助2019年三峽庫區移民生計專題調查數據進行了實證檢驗。研究發現：第一，三峽水電工程移民搬遷總體上顯著降低了移民的生計資本，且對外遷安置移民的生計資本減少程度比就近安置移民更大。第二，自致努力與政府扶持對三峽水電工程移民生計資本均有顯著的提升作用，但政府扶持的移民生計資本回報率顯著低于就近安置地原居民，自致努力的生計資本回報率在移民與就近安置地原居民中沒有顯著差異，該結論沒有受到安置方式的影響。第三，隨著生計資本的增加，自致努力和政府扶持的生計資本收益率均呈現了逐漸遞減特征，即自致努力和政府扶持帶給生計資本較高的移民回報率大于生計資本較低的移民。

基于以上研究結論，可以得到以下政策啟示：首先，根據搬遷后移民生計資本的恢復發展狀況，移民政策制定的相關部門要逐步建立新的社會比較機制和評判標準，尤其要從過去移民搬遷前后生計資本的變化比較逐步轉向移民與安置地居民生計資本的比較上，基于安置地移民與原居民發展公平視角持續推動移民生計資本的累積，不斷降低移民與不同群體間在生計資本方面上的發展差距。其次，要充分利用努力付出的內部路徑和政府扶持的外部路徑加快移民生計資本培育和累積，尤其要在改善地區環境中培育移民生產生活能力，提高努力付出的回報率，避免移民對政府扶持的過度依賴。再次，在縮小移民與原居民生計資本差距的同時，有重點地扶持生計資本處于弱勢地位的移民，為該群體破除不利環境的約束和付出更高的自致努力創造條件，同時為擁有生計資本不同水平的移民間協同合作創造良好的合作渠道和平臺，尤其發揮生計資本較高的移民對生計資本較低移民的支持和帶動作用，逐漸縮小生計資本在移民群體內部的分化。